장애인들에게 여가활동 참가는 비장애인들 보다 긍정적인 영향을 미친다. 예를 들면, 여가활동 참가는 장애인들에게 정서자폐성 문제 행동을 감소시키고(박용천, 2004), 정신분열증 환자에게는 대인관계, 자기주장, 문제해결, 그리고 사회화 기술을 향상시키며(이문숙, 김동건, 이창섭, 이종길 등, 2005), 삶의 질 향상에 긍정적인 변화와 자아실현을 경험하게 한다(오광진, 2004).

장애인복지법 제2조에 의하면, 장애란 신체적, 정신적 장애로 인하여 장기간에 걸쳐 일상생활 또는 사회생활에 상당한 제약을 받는 것이라고 정의하고, 신체적 장애와 정신적 장애로 나눈다. 보건복지부(2009)에 따르면 우리나라 장애인수는 2,246,965명이고, 이 중에서 지체장애인은 1,191,013명으로 가장 많으며, 선천적 원인(1.6%)보다 각종 질환(52.4%)이나 사고(36.6%) 등의 후천적 원인(89.0%)에 의해 발생한다. 또 장애인이 있는 가구는 전체 가구의 약 12.3%를 차지함으로서 8가구당 1가구에 해당한다. 이러한 사실은 장애인의 여가활동 참가와 그의 가족이나 사회구성원의 여가활동 참가 간에 상호의존성이 높다고 할 수 있다.

정부는 주 40시간 근무제의 실시와 더불어 생활체육참여율을 높이기 위해서 지난 10여 년간 ‘국민체육진흥5개년계획’을 실시해 왔고, 주 2-3회 운동 및 스포츠 참가는 1991년 14.8%에서 2010년 21.2%로 꾸준히 증가하였다(문화체육관광부, 2010). 하지만 장애인들은 경제적 부담 42.7%, 건강과 체력부족 39.5%, 적당한 취미의 부재 5.4% 등의 이유로 일반인에 비해서 여가활동 참가가 낮고, 스포츠 활동의 참가는 4.9%로 더욱더 낮다(보건복지부, 2009).

물론, 정부 차원에서 문화체육관광부의 장애인체육과 설치와 장애인 체육사업, 대한장애인체육회 설립과 활동, 전국 규모의 장애인 여가참여 실태조사 등은 긍정적으로 평가할 수 있지만, 장애인들의 여가활동이나 스포츠 활동 관련 행동들을 체계적으로 이해하기 위한 학문적인 연구가 필요한 실정이다.

국외의 ‘Journal of Leisure Research'와 ’Leisure Sciences' 등에 게재된 연구들을 살펴보면, 사회심리학적인 접근 방법으로서 여가동기와 여가제약, 여가제약-타협 전략 등을 분석하는 것은 장애인들의 여가행동을 이해하는데 도움이 된다. 특히 여가제약타협 이론은 초기 여가제약이론과 후기 여가타협 이론이 결합된 형태라고 할 수 있다(최성훈. 2009).

한편, Hubbard와 Mannell(2001)은 186명의 직장 여성을 대상으로 구조방정식 모형을 이용하여 독립모형, 완충모형, 완화모형, 그리고 감소모형으로 구성된 4가지 여가제약타협 모형을 검증하였고 이 중에서 완화모형이 가장 적합한 여가제약타협 모형이라고 하였고 시간, 기술, 사회성, 경제성 등을 여가타협의 자원 또는 전략으로 활용한다고 하였다.

또한. Son, Mowen, & Kerstetter(2008) 등은 50세부터 87세까지 공원 자원봉사자와 방문객을 대상으로 구조방정식 모형을 활용하여 Hubbard와 Mannell(2001)이 제안한 4가지 여가제약타협 모형을 재검증하면서 여가제약타협의 이중채널 모형을 제안하였다. 이 모형의 특징은 여가동기가 여가참가에 직접적인 영향을 주지 않고 타협에 영향을 주며 타협과 여가제약 간의 아무런 인과관계가 성립되지 않는다는 것이었다.

하지만 남성 직장인을 대상으로 한 여가동기와 여가제약 수준에 따른 여가제약타협 전략 분석(최성훈, 2010)에 따르면 내적동기(intrinsic motivation)는 여가제약타협 전략에 영향을 미치고 여가제약타협의 수준을 결정한다고 하였으며 대학 테니스 동아리 학생들의 테니스 참가동기, 지속수행성, 지속의도 분석(최성훈과 김재운, 2004)에서도 테니스 참가 동기 중에서 즐거움은 실제 참가에 유의한 영향을 미쳤다고 하였다. 결과적으로 여가제약타협 이론을 활용한 장애인들의 여가활동 참가모형을 개발에 있어서도 여가동기는 타협전략뿐만 아니라 여가참가에도 직접적인 영향을 미칠 수 있기 때문에 제안모형이 장애인들의 여가동기-여가제약-타협전략-여가참가 등의 여가행동을 이해하는데 보다 타당할 것으로 판단된다. 따라서 이 연구의 목적은 장애인들의 사회인구학적인 특성을 바탕으로 장애인들의 여가동기, 여가제약, 여가제약타협 전략, 그리고 여가참가 등을 파악하고 제안모형(그림1), 경쟁모형1(그림2), 경쟁모형(그림 3) 등의 적합도를 비교분석함으로써 장애인들의 여가활동 참가모형을 개발하고 검증하는 것이다.

이 연구의 연구대상에 대한 표집은 유의표집법으로서 울산광역시에 위치하고 있는 울산시장애인복지관 및 장애인작업장, 울주군장애인복지관, 경주 장애인 복지관 및 체육관 등의 지체장애인 191명이었고 연구대상자의 사회인구학적인 특성은 <표 1>과 같다. 이 연구에서 응답한 장애인들의 사회인구학적인 특징은 여성보다는 남성이 많았고, 연령대는 40∼60대가 81.7%를 차지하였으며, 직업이 없는 사람이 80.6%로 많았다. 응답자들의 장애유형은 지체기능장애가 75% 많았고, 혼자서 설문지를 작성하는데 문제가 없었지만 설문지를 작성하는데 시간이 많이 소요되었다.

이 연구의 목적을 달성하기 위해서 여가활동분류표, 여가참가 수준, 여가동기, 여가제약, 여가제약타협 전략 등을 조사하였다.

1) 여가활동분류표

장애인들의 여가활동과 여가참가 수준을 측정하기 위해서 장애인 체육백서(문화관광부, 2007), 국민생활체육활동참여 실태조사(문화체육관광부, 2010), 여가백서(문화관광부, 2006), 그리고 국민여가지표개발기초연구(한국문화관광연구원, 2007)의 여가활동분류표를 활용하였다.

2) 여가참가 수준의 측정

장애인들의 여가참가 수준을 측정하기 위해서 여가활동분류표를 참조하여 일주일 동안 여가활동의 참가 횟수, 1회 참가 시 여가활동 시간, 마지막으로 1년 동안 전체 여가참가 기간을 합하여 여가참가 수준을 결정하였다.

3) 여가동기의 측정

여가동기란 여가에 참여하게 되는 근본 욕구로 외적인 보상을 기대하는 경우와 활동자체가 목적인 경우를 포함한다(Deci & Ryan, 1985) . 장애인들은 장애 유형과 정도에 따라서 여가동기에 대한 의미 파악이 어려워질 수 있고 많은 문항을 체크함으로써 문항에 대한 응답 피로도가 높아질 수 있다. 실제적으로 Son, Mowen, & Kerstetter(2008)의 연구에서는 여가동기를 측정하기 위해서 ‘즐거움 동기’와 ‘건강 동기’ 등 2문항만 사용하였다. 이 연구에서도 장애인들의 여가동기를 측정하기 위해서 ‘성취동기’와 ‘신체적 장애 극복동기’ 등 2문항을 사용하였고 의사결정의 모호함을 없애기 위해여 4점 리커트 척도를 사용하였다. 성취동기와 신체적 장애 극복 동기는 문항 간 유사성이 떨어지기 때문에 문항내적신뢰도가 낮게 나타날 수 있는데 여기서는 .582로 나타났다.

4) 여가제약의 측정

여가동기의 측정과 마찬가지로 장애인들을 대상으로 응답을 요구할 때는 여가제약의 문항수를 줄일 필요가 있기 때문에 Raymore, Godbey, Crawford, & von Eye(1993)의 여가제약 설문지를 바탕으로 내재적 3문항, 대인적 제약 3문항, 구조적 제약 5문항으로 설문지를 구성하였고 4점 리커트 척도를 사용하였다. 이때 내재적 여가제약의 문항내적신뢰도는 .602, 대인적 여가제약의 문항내적신뢰도는 .795, 구조적 여가제약 문항의 신뢰도는 .768로 나타났다.

5) 여가타협 전략 측정

여가타협 전략을 측정하기 위한 척도는 Jackson & Rucks(1995)가 최초 개발하고 Loucks-Atkinson & Mannell(2007)의 연구에서 재사용된 문항을 바탕으로 김경식, 황선환 및 원도연(2008)이 한국 실정에 맞도록 변환한 문항을 활용하였다. 탐색, 전환, 극복, 관여, 기술, 비용 등 6문항으로 구성된 여가타협 전략은 4점 리커트 척도를 사용하였고 이때 여가타협 전략의 문항내적신뢰도는 .756로 나타났다.

6) 여가제약타협 모형 개발

여가제약타협 모형 개발은 Hubbard와 Mannell(2001)이 제안한 4가지 여가제약타협 모형, Son, Mowen, & Kerstetter(2008) 등이 Hubbard와 Mannell(2001)의 모형을 검증하면서 제안한 여가제약타협의 이중채널모형을 바탕으로 먼저 개발 모형과 경쟁 모형을 설정한 후 구조방정식모형의 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis)을 이용하여 모형을 검증하였다.

여가동기, 여가제약, 여가타협 전략의 기술통계분석과 함께 신뢰도를 분석하기 위해서 IBM SPSS Statistics 20.0 프로그램을 이용하였다. 또한 구조방정식모형의 확인적 요인분석을 이용하여 장애인들의 여가활동 참가모형을 개발하고 검증하기 위해서 AMOS 19.0을 활용하였다.

1) 장애인들의 여가활동

장애인들의 여가활동은 걷기와 산책이 37.6%로 가장 많았고 바둑/장기, TV보기가 각각 24.0%로 나타났다.

이어서 파크골프가 19.3%, 인터넷/컴퓨터 16.7%, 수영13.0%, 독서와 헬스/트레이닝, 음악/뮤지컬관람 각각 10.9%, 국내여행 9.9%, 영화관람 9.4%, 공예 8.9%, 배드민턴과 종교 활동이 각각 8.3%로 나타났다.

2) 장애인들의 여가활동 참가 수준

이 연구에 참가한 장애인들의 일주일 동안 여가활동 참가 횟수는 일주일에 4회 이상 참가한 사람들이 51.3%로 가장 많았다. 그리고 일주일 동안 참가 시간은 2시간이상∼ 4시간미만 정도가 39.8%로 가장 높았다. 또한 1년 동안 여가활동 참가 기간은 1년 이상이 41.4%로 가장 높았다.

장애인들의 여가동기의 전체 평균은 3.04로 나타났다. 4점 리커트 척도로 구성된 여가동기 중에서 성취감과 관련된 내적동기의 평균은 3.06로 나타났고 신체적인 장애의 극복과 관련된 외적동기의 평균은 3.03으로 나타났다.

장애인들의 여가제약은 ‘신체적인 장애’ 2.55, ‘여가 기술/정보부족 2.36’ 등이 가장 높게 나타났고. ‘경제적인 여유가 없음’ 2.25로 그 뒤를 이었다. 한편 ‘가족이 도와주지 않아서’ 1.85, ‘시간적인 여유가 없어서’ 1.96 등으로 여가제약이 가장 낮게 나타났다.

장애인들의 여가제약타협 전략 수준은 4점 리커트 척도에서 2.75로 나타났다. 그리고 장애인들이 주로 사용하는 여가제약타협 전략은 극복 전략이 2.88로 가장 높았고, 탐색 전략이 2.86, 전환 전략이 2.69 순으로 나타났다.

<표 7>에서 보는 바와 같이 개발된 장애인들의 여가제약타협 모형은 Q값, GFI, AGFI, RMR, IFI, TLI, CFI, RMSEA 등의 지수에서 적합 판정을 받았고, NFI에서 양호 판정을 받았으며 경쟁모형들과 비교해서 적합도 지수가 높게 나타났다. 또한 [그림 4]에서 보는 바와 같이, 여가참가 수준에 영향을 미치는 표준화 회귀 계수 값은 여가동기 .44, 여가제약 -.06, 여가타협 전략 .18로 나타나서 여가동기가 여가참가 수준에 가장 많은 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이 연구의 목적은 여가제약타협 이론을 이용하여 장애인들의 여가활동 참가모형을 개발 및 검증하는 것이었고, 연구결과를 바탕으로 몇 가지 논의하고자 한다.

첫째, [그림 4]의 제안모형에서 보는 바와 같이, 제안모형은 경쟁모형1과 경쟁모형2 보다 적합도가 높게 나타났다. 다시 말하면, 여가제약타협 이론을 활용하여 장애인들의 여가활동 참가모형을 개발하기 위해서는 여가동기의 영향력은 여가제약이나 여가협상 전략보다 크다고 할 수 있다. 이러한 사실은 Hubbard와 Mannell(2001)의 연구결과와 Son, Mowen, & Kerstetter(2008)의 연구결과와 큰 차이점을 보인다고 할 수 있는데 여가제약타협 이론에서 여가동기는 무엇보다도 중요한 변인이라고 할 수 있다.

둘째, 연구대상자의 사회인구학적 특성에 관한 논의는 이 연구결과 전체를 해석하는데 매우 중요한 역할을 한다. 먼저 유의표집법을 사용하여 장애인복지관 및 작업장, 장애인체육관 등의 지체장애인을 선정했기 때문에 일반화의 어려움이 뒤따른다는 점이다. 따라서 여가제약타협 모형을 구성하고 있는 여가동기, 여가제약, 타협전략, 여가참여 정도를 해석하는데 사회인구학적인 특성을 반영해야 한다.

셋째, 장애인들에게 응답 피로도를 줄여주기 위해서 여가동기와 여가제약, 여가제약타협 전략 등의 구인타당도 검사를 하지 않고 전문가 타당도라고 할 수 있는 연구자의 주관에 따라 문항을 제시하는 것이 타당한 것인가 하는 것이다. 물론 Son, Mowen, & Kerstetter(2008) 등의 연구에서도 구인타당도 검사를 하지 않고 연구자의 주관에 따라서 문항을 제시하였고 이러한 연구방법적인 현상은 구조방정식 모형의 확인적 요인분석 시 자주 발견된다. 또한 그동안 여가동기와 여가제약, 여가제약타협 전략 등의 측정에서 5점 리커트 척도를 사용했는데 응답자들의 판단을 명확히 하기 위해서 시도한 4점 리커트 척도가 신되도와 타당도, 그리고 적합도에 어떠한 영향을 미치는지 정확히 판단할 수 없다는 점이다.

넷째, 여가제약 요인은 성별에 따라서 차이가 발생할 수 있다(Handerson, Stalnaker, & Taylor, 1988). 예를 들면 내재적 여가제약에서 자신감과 여가기술의 부족, 대인적 여가제약에서 동료의 부재와 주변사람들의 도움 등에서 남성보다 여성이 여가제약이 높게 나타날 수 있다. 하지만 이 연구에서 제시한 바와 같이 장애인들의 여가제약타협 모형을 개발하기 위해서 남성과 여성의 구별이 없이 투입된 모형을 설명하는데 한계가 있을 수 있다.

이 연구는 여가제약타협 이론을 이용하여 장애인들의 스포츠 활동 참가모형을 개발 및 검증하는 것이었고 다음과 같은 결론을 얻을 수 있었다.

첫째, 장애인들의 여가활동은 신체적인 장애정도에 따라서 여가 선택의 폭도 그만큼 좁고 걷기와 산책이 주요 여가활동 이었다.

둘째, 장애인들의 여가동기 수준은 높게 형성되어 있다고 할 수 있다.

셋째, 장애인들의 여가제약은 ‘자신감의 부족’에서 오는 여가제약이 가장 높게 나타났고 여가제약은 예상과는 달리 높지 않게 나타났다.

넷째, 장애인들이 주로 사용하는 여가타협 전략은 ‘극복 전략’과 ‘탐색 전략’을 많이 사용하고 있고 ‘비용 전략’은 장애인들이 가장 사용하지 않는 여가타협 전략이었으며 장애인들의 여가제약타협 전략의 수준은 높지 않다고 할 수 있다.

다섯째, 여가동기가 적극적으로 개입된 제안모형은 여가제약타협 이론을 이용하여 장애인들의 스포츠 활동 참가모형을 설명하는데 보다 효과적이었다.